高管身份認(rèn)同對(duì)并購(gòu)績(jī)效的影響研究

| 許文靜 林津亦 王則群

一、引言

身份認(rèn)同起源于社會(huì)學(xué)，是指人在社會(huì)化過程中對(duì)自身角色的定位，其定位往往受到血緣、地緣等客觀因素的影響（Proshansky,1983）。身份認(rèn)同在2000年首次被引入經(jīng)濟(jì)學(xué)領(lǐng)域，Akerlof、Kranton（2000）闡述了群體規(guī)范對(duì)個(gè)人行為以及效用的影響。我國(guó)是一個(gè)鄉(xiāng)土觀念濃厚的國(guó)家，這種社會(huì)特征背景下的經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展，意味著正式制度所代表的市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體系和非正式制度所代表的傳統(tǒng)文化、地緣因素等會(huì)發(fā)生沖突和碰撞。在正式制度的前提下，地域文化、道德規(guī)范、風(fēng)俗習(xí)性等非正式制度因素會(huì)對(duì)企業(yè)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)產(chǎn)生重要影響。

身份認(rèn)同是目前研究中較為新型的非正式制度因素，基于身份認(rèn)同角度研究其對(duì)企業(yè)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)影響的文獻(xiàn)較少，主要集中在對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)、當(dāng)?shù)丨h(huán)境治理等的推動(dòng)作用，對(duì)于公司微觀方面尚未有深入的研究（張平，2012；李書娟，2016；胡珺，2017）。同時(shí)對(duì)于何種因素會(huì)影響企業(yè)并購(gòu)績(jī)效，已有較多文獻(xiàn)注意到高管個(gè)人特質(zhì)對(duì)并購(gòu)績(jī)效的影響，例如海外經(jīng)歷（周中勝等，2020）、管理者動(dòng)機(jī)（李善民，2005），而從身份認(rèn)同這一管理層特質(zhì)視角研究其對(duì)并購(gòu)績(jī)效的影響較少?；诖吮尘?，本文以身份認(rèn)同作為并購(gòu)績(jī)效研究新的切入點(diǎn)，深入探討高管身份認(rèn)同對(duì)并購(gòu)績(jī)效產(chǎn)生的影響。

二、理論分析、文獻(xiàn)綜述與研究假設(shè)

（一）高管身份認(rèn)同與并購(gòu)績(jī)效

高階理論認(rèn)為管理者在自身既有的認(rèn)知體系和價(jià)值觀的框架下，其個(gè)人特質(zhì)會(huì)導(dǎo)致高管對(duì)相關(guān)事件具有個(gè)人主觀理解并影響高管決策，進(jìn)而對(duì)企業(yè)發(fā)揮作用（Hambrick、Mason，1984）。身份認(rèn)同作為高管個(gè)人特質(zhì)之一，可通過以下兩個(gè)方面影響企業(yè)并購(gòu)績(jī)效：（1）并購(gòu)績(jī)效產(chǎn)生的關(guān)鍵在于并購(gòu)雙方能否發(fā)揮協(xié)同效應(yīng)，而并購(gòu)整合成本對(duì)協(xié)同效應(yīng)有重要影響作用（Lajoux，2006）。整合關(guān)鍵在于并購(gòu)雙方的業(yè)務(wù)融合狀況以及員工的合作，身份認(rèn)同意味著高管在自身定位中和目標(biāo)方具有一定的群體歸屬，會(huì)具有相似或相同的價(jià)值觀和行為方式（孫愛萍，2009），即身份認(rèn)同會(huì)促進(jìn)雙方的業(yè)務(wù)融合。同時(shí)并購(gòu)活動(dòng)中思維認(rèn)定的相似之處能夠減少雙方在并購(gòu)協(xié)商中的分歧，降低雙方的溝通成本，促進(jìn)協(xié)同效應(yīng)，從而提升并購(gòu)績(jī)效。（2）身份認(rèn)同會(huì)提升雙方的信任程度，從而加快并購(gòu)及后續(xù)整合步伐。社會(huì)的差序格局使得人們傾向于從具有血緣、地緣關(guān)系的人群中尋找合作伙伴（費(fèi)孝通，1985）。身份認(rèn)同度較高的人更容易找到更為順暢的溝通和交流方式，因而能夠以較快的速度消除雙方的信任隔閡（黃玖立等，2017）。因而在并購(gòu)活動(dòng)中，與身份認(rèn)同度高的目標(biāo)方合作，高信任度能夠降低交流摩擦所產(chǎn)生的并購(gòu)成本，從而提升協(xié)同效應(yīng)與并購(gòu)績(jī)效。基于上述分析，本文提出如下假設(shè)：

H1a：收購(gòu)方高管與目標(biāo)方企業(yè)具有身份認(rèn)同時(shí)，會(huì)顯著提升并購(gòu)績(jī)效。

身份認(rèn)同范圍的寬窄變化對(duì)并購(gòu)績(jī)效的提升作用會(huì)產(chǎn)生不同影響。語言是身份認(rèn)同主要構(gòu)成維度之一(Pendakur，2002)，我國(guó)幅員遼闊，加之?dāng)?shù)千年文化積淀，形成了基于地域而形成的區(qū)域多樣、類別豐富的方言文化。我國(guó)的語言體系中，根據(jù)發(fā)音和使用區(qū)別，將方言從地理范圍較大的方言大區(qū)可遞進(jìn)劃分為方言區(qū)，進(jìn)而再劃分為方言片，層層遞進(jìn)，依次縮小。黃亞平、劉曉寧(2008)研究提出，方言的使用人群范圍越窄、數(shù)量越少，其所產(chǎn)生的群體認(rèn)同和凝聚力就越強(qiáng)。因此在越小范圍內(nèi)的語言背景，身份認(rèn)同的功能就會(huì)越強(qiáng)，并購(gòu)整合的成本越低，協(xié)同效應(yīng)越強(qiáng)，對(duì)并購(gòu)績(jī)效的提升作用越明顯。由此本文繼而提出如下假設(shè)：

H1b：身份認(rèn)同的范圍越窄，對(duì)并購(gòu)績(jī)效的提升作用越明顯。

（二）產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、高管身份認(rèn)同與并購(gòu)績(jī)效

國(guó)有企業(yè)和民營(yíng)企業(yè)在公司治理、組織架構(gòu)等各個(gè)方面都存在著顯著區(qū)別（陸瑤等，2014）。首先，從并購(gòu)動(dòng)機(jī)上看，民營(yíng)企業(yè)在做出并購(gòu)決策時(shí)，經(jīng)濟(jì)效益是并購(gòu)的首要目的，身份認(rèn)同對(duì)于并購(gòu)績(jī)效具有提升作用，因此企業(yè)會(huì)傾向于選擇身份認(rèn)同度高的并購(gòu)對(duì)象，使得身份認(rèn)同對(duì)并購(gòu)績(jī)效的影響更加顯著；而國(guó)有企業(yè)的并購(gòu)決策會(huì)加入政府的指令安排，可能會(huì)從國(guó)家宏觀角度考慮并購(gòu)原因，如主要出于行業(yè)發(fā)展、國(guó)家經(jīng)濟(jì)狀況、社會(huì)穩(wěn)定、特定領(lǐng)域的控制力等因素（張旭，2012），從而在并購(gòu)對(duì)象的選擇上會(huì)相對(duì)弱化考慮協(xié)同效應(yīng)，因此身份認(rèn)同對(duì)并購(gòu)績(jī)效的影響在收購(gòu)方為國(guó)有企業(yè)時(shí)會(huì)顯現(xiàn)得較弱。其次，從企業(yè)內(nèi)部控制權(quán)來看，國(guó)有企業(yè)的資本所有權(quán)及控制權(quán)主要集中在政府，政府主導(dǎo)的決策會(huì)弱化高管身份認(rèn)同因素在并購(gòu)決策中的影響作用；相比之下，民營(yíng)企業(yè)在選擇并購(gòu)對(duì)象和進(jìn)行并購(gòu)整合活動(dòng)時(shí)更具有自主選擇權(quán)和操作權(quán)。因此在收購(gòu)方為民營(yíng)企業(yè)時(shí)，身份認(rèn)同對(duì)并購(gòu)績(jī)效的影響會(huì)較強(qiáng)。由此本文提出如下假設(shè)：

H2：當(dāng)收購(gòu)方為民營(yíng)企業(yè)時(shí)，高管身份認(rèn)同對(duì)并購(gòu)績(jī)效的提升作用更顯著。

（三）正式制度化水平、高管身份認(rèn)同與并購(gòu)績(jī)效

制度的主要功能在于規(guī)范行為，為經(jīng)濟(jì)的健康發(fā)展提供重要支撐。我國(guó)長(zhǎng)達(dá)數(shù)千年的文化歷史演進(jìn)和發(fā)展衍生的文化替代因素在企業(yè)決策、經(jīng)濟(jì)運(yùn)行等方面產(chǎn)生了顯著的影響（戴亦一等，2016）。對(duì)于具有一定外部性的并購(gòu)市場(chǎng)，市場(chǎng)的運(yùn)行不僅依靠著政府所建立的正式制度，同時(shí)也需要依靠非正式制度的引導(dǎo)和激勵(lì)。新制度經(jīng)濟(jì)學(xué)理論表明，由于非正式制度的長(zhǎng)期演進(jìn)和文化引導(dǎo)，非正式制度的效用在正式制度相對(duì)失靈的情況下更加有效，且與正式制度具有互補(bǔ)作用。由此在正式制度發(fā)展較差的地區(qū)，高管身份認(rèn)同這一非正式制度對(duì)企業(yè)并購(gòu)績(jī)效影響作用更加明顯。由此，本文提出如下假設(shè)：

H3：在正式制度化水平較低的地區(qū)，高管身份認(rèn)同對(duì)并購(gòu)績(jī)效的提升作用更顯著。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

由于需要用到并購(gòu)樣本在并購(gòu)前兩年以及并購(gòu)之后兩年的數(shù)據(jù)，本文以2009-2020年滬深A(yù)股并購(gòu)上市公司的相關(guān)數(shù)據(jù)作為樣本公司的研究期間，選取首次公告日在2011～2018年的并購(gòu)上市公司作為研究樣本。研究剔除：（1）關(guān)聯(lián)方交易的并購(gòu)；（2）標(biāo)的物為資產(chǎn)收購(gòu)（王艷等，2014）；（3）銀行業(yè)、保險(xiǎn)業(yè)等金融公司；（4）被并方為個(gè)人或者同時(shí)存在多個(gè)被并購(gòu)方的樣本；（5）數(shù)據(jù)缺失的公司。最終得到樣本829個(gè)。

收購(gòu)方高管與目標(biāo)企業(yè)所屬的語言片區(qū)參照中國(guó)社科院編制的《中國(guó)語言地圖集》，高管籍貫與身份認(rèn)同通過數(shù)據(jù)庫和手工收集整理并匹配得出，其他數(shù)據(jù)來自CSMAR數(shù)據(jù)庫。

（二）變量設(shè)定

1.并購(gòu)績(jī)效的度量。為全面反映并購(gòu)前后的績(jī)效情況，參考陳仕華（2013）、王艷等（2014），以總資產(chǎn)收益變化值（ΔROA）衡量并購(gòu)前后的績(jī)效變化，檢驗(yàn)身份認(rèn)同對(duì)并購(gòu)績(jī)效的影響。分別計(jì)算出并購(gòu)前兩年與并購(gòu)?fù)瓿珊髢赡甑目傎Y產(chǎn)收益率（ROA）的均值，將二者相減得出總資產(chǎn)收益變化值（ΔROA）。

2.身份認(rèn)同的度量。根據(jù)費(fèi)孝通提出的差序格局，中國(guó)的傳統(tǒng)人脈格局由親至疏、由近到遠(yuǎn)，形成以個(gè)人為中心的同心圓進(jìn)行延伸。身份認(rèn)同主要指家鄉(xiāng)身份認(rèn)同與地方身份認(rèn)同，這種歸屬于特定群體所帶來的情感和身份價(jià)值，往往受到血緣、地緣的影響。語言作為身份認(rèn)同衡量的關(guān)鍵指標(biāo)（Pendakur，2002），其類別的劃分突破了行政區(qū)劃的界限。相似的語言背景不僅僅意味著雙方的血緣、地緣關(guān)系的決定因素——地理距離相近，也體現(xiàn)出雙方擁有相近的思維方式和價(jià)值觀，地域歸屬感和認(rèn)同感也更加強(qiáng)烈。因此本文采取兩者方言距離衡量身份認(rèn)同。

身份認(rèn)同的確定通過如下四個(gè)步驟：第一，進(jìn)行方言類別的劃分。參照戴亦一(2016)確定個(gè)體的方言類別。《中國(guó)語言地圖集》精準(zhǔn)統(tǒng)計(jì)了全國(guó)283個(gè)地級(jí)市、2500多個(gè)縣范圍的語言類別情況，將漢語方言劃分至漢語、方言區(qū)、方言片、方言小片四個(gè)層級(jí)范圍。第二，確定收購(gòu)方高管的籍貫。本文將董事長(zhǎng)作為管理層代表，在其非全職的情況下使用總經(jīng)理的數(shù)據(jù)。該條數(shù)據(jù)并非強(qiáng)制披露，在數(shù)據(jù)庫中較難收集，本文主要采取了手工收集的方法。先從CSMAR數(shù)據(jù)庫“公司高管個(gè)人特征庫”獲取現(xiàn)有的籍貫信息；再針對(duì)未披露數(shù)據(jù)輸入“籍貫”“家鄉(xiāng)”“出生地”“老家”等關(guān)鍵詞鏈接高管姓名，進(jìn)行網(wǎng)上手工搜集；最后進(jìn)行補(bǔ)充收集。若籍貫的信息難以獲取則用出生地來代替，若兩者都沒有，則以該高管公司并購(gòu)的首次公告日前的任職地域?yàn)榇?李路等，2020)。第三，確定個(gè)體的方言類別。參考《地圖集》對(duì)方言類別的劃分，根據(jù)高管籍貫和目標(biāo)企業(yè)所在地確定其所屬方言區(qū)、方言片和方言小片。第四，根據(jù)方言距離計(jì)算身份認(rèn)同度。本文以方言區(qū)、方言片、方言小片三個(gè)層級(jí)作為標(biāo)準(zhǔn)，當(dāng)高管籍貫與目標(biāo)企業(yè)所在地同屬一個(gè)方言小片時(shí)，說明雙方語言背景極為相近，身份認(rèn)同度賦值為3；若同屬于一個(gè)方言片但不同方言小片，則身份認(rèn)同度賦值為2；若屬于同一方言區(qū)但不同方言片，身份認(rèn)同度賦值為1；若不屬于同一方言大區(qū)，身份認(rèn)同度賦值為0。賦值越大，則身份認(rèn)同度越高。

同時(shí)參考戴亦一（2019），本文進(jìn)一步構(gòu)建三個(gè)虛擬變量La1、La2、La3衡量依次縮小的身份認(rèn)同范圍，檢驗(yàn)身份認(rèn)同范圍逐級(jí)變窄時(shí)對(duì)并購(gòu)績(jī)效產(chǎn)生的影響。如果高管籍貫和目標(biāo)企業(yè)所在地為同一方言區(qū)，即身份認(rèn)同范圍在同一方言區(qū)內(nèi)，La1賦值為1，否則為0；如果高管籍貫和目標(biāo)企業(yè)所在地為同一方言片，即身份認(rèn)同范圍在同一方言片內(nèi)，La2賦值為1，否則為0；如果高管籍貫和目標(biāo)企業(yè)所在地為同一方言小片，即身份認(rèn)同范圍在同一方言小片內(nèi)，La3賦值為1，否則為0。身份認(rèn)同范圍越窄，身份認(rèn)同的效應(yīng)就會(huì)越強(qiáng)，本文通過相應(yīng)模型的系數(shù)檢驗(yàn)身份認(rèn)同范圍的差異對(duì)并購(gòu)績(jī)效產(chǎn)生的不同影響。

3.控制變量與調(diào)節(jié)變量。參考蔡寧（2019）、陸瑤（2014）的研究，本文的控制變量包括：公司規(guī)模（Size）、資產(chǎn)負(fù)債率（Lev）、公司價(jià)值（TobinQ）、股權(quán)集中度（F i s h a r e）、公司成立年限（Age）等。本文調(diào)節(jié)變量為：產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（SOE）、正式制度化水平（Index），依據(jù)李善民（2019）采用市場(chǎng)化水平衡量正式制度的發(fā)展水平。此外，本文還設(shè)置了行業(yè)（Ind）和年度（Year）兩個(gè)啞變量，分別控制行業(yè)和年度固定效應(yīng)。

本文具體變量定義見表1。

表1 主要變量定義

（三）模型構(gòu)建

根據(jù)本文假設(shè)和變量界定，參考蔡寧（2019）構(gòu)建模型（1）驗(yàn)證H1a，即高管身份認(rèn)同對(duì)并購(gòu)績(jī)效的影響。若系數(shù)α顯著大于0，即收購(gòu)方高管身份認(rèn)同對(duì)并購(gòu)績(jī)效有顯著提升作用，假設(shè)H1a得證。

構(gòu)建模型（2）驗(yàn)證H1b，即身份認(rèn)同范圍變化對(duì)并購(gòu)績(jī)效的影響。其中La的取值分別La1、La2、La3，若La1、La2、La3的系數(shù)均顯著大于0，且系數(shù)依次增大，則表明當(dāng)高管與目標(biāo)企業(yè)所在地的方言距離越近，即身份認(rèn)同的范圍越窄，對(duì)并購(gòu)績(jī)效的提升作用越顯著，假設(shè)H1b得到驗(yàn)證。

在模型（1）的基礎(chǔ)上，將樣本按照產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的不同進(jìn)行分組回歸，檢驗(yàn)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對(duì)身份認(rèn)同與并購(gòu)績(jī)效的關(guān)系影響。分組回歸中，若民營(yíng)企業(yè)樣本Identity的系數(shù)α顯著性水平更高，系數(shù)為正且大于國(guó)有企業(yè)，說明民營(yíng)企業(yè)中身份認(rèn)同對(duì)并購(gòu)績(jī)效的提升作用更大，假設(shè)H2成立。

在模型（1）的基礎(chǔ)上，將樣本按照正式制度化水平高低的不同進(jìn)行分組回歸，檢驗(yàn)地區(qū)制度化水平差異對(duì)身份認(rèn)同與并購(gòu)績(jī)效的關(guān)系影響。參考樊綱市場(chǎng)化水平指數(shù)，將樣本公司按照低于平均值和高于平均值進(jìn)行分組檢驗(yàn)，若正式制度化水平較低的樣本Identity的系數(shù)α顯著為正，且數(shù)值大于正式制度化水平較高的樣本，則說明在正式制度化水平較低的地區(qū)，身份認(rèn)同對(duì)并購(gòu)績(jī)效的提升效果更好，假設(shè)H3成立。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果見表2所示。表2的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示：收購(gòu)方高管身份認(rèn)同均值為1.109，標(biāo)準(zhǔn)差為1.304，說明多數(shù)收購(gòu)方管理層選擇了具有身份認(rèn)同感的目標(biāo)企業(yè)進(jìn)行交易，也說明人們具有差序格局所導(dǎo)致的選擇傾向。此外，屬于同一方言區(qū)、方言片、方言小片的高管數(shù)量逐級(jí)降低，均值由0.468、0.372降至0.269，說明隨著地域區(qū)塊劃分的越細(xì)，相應(yīng)同一區(qū)域的群體數(shù)量會(huì)減少，身份認(rèn)同的概率會(huì)越低。

表2 描述性統(tǒng)計(jì)

（二）主要變量相關(guān)性分析

主要變量的相關(guān)系數(shù)矩陣如表3所示。表3結(jié)果顯示：身份認(rèn)同Identity和并購(gòu)績(jī)效的相關(guān)系數(shù)為0.207，在1%的水平上顯著，初步說明身份認(rèn)同和并購(gòu)績(jī)效呈顯著正相關(guān)。

表3 相關(guān)性檢驗(yàn)

（三）回歸結(jié)果與分析

模型（1）和模型（2）的回歸結(jié)果如表4所示。表4列（1）結(jié)果顯示：身份認(rèn)同Identity的系數(shù)顯著為正，即高管身份認(rèn)同對(duì)并購(gòu)績(jī)效起到顯著正向促進(jìn)作用，假設(shè)H1a得到驗(yàn)證。表4列（2）至列（4）結(jié)果顯示：La1、La2、La3三個(gè)變量的回歸系數(shù)分別為1.084、1.294、1.915，回歸系數(shù)逐級(jí)增大，并始終在1%的水平上顯著，說明身份認(rèn)同的范圍越窄，對(duì)并購(gòu)績(jī)效的提升作用越顯著，假設(shè)H1b得到驗(yàn)證。

表4 高管身份認(rèn)同對(duì)并購(gòu)績(jī)效影響的回歸結(jié)果

產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對(duì)身份認(rèn)同與并購(gòu)績(jī)效關(guān)系影響的分組回歸結(jié)果見表5所示。表5回歸結(jié)果顯示：相較國(guó)有企業(yè)組，民營(yíng)企業(yè)組的身份認(rèn)同Identity的回歸系數(shù)與顯著性水平均更高，說明民營(yíng)企業(yè)中身份認(rèn)同對(duì)并購(gòu)績(jī)效的促進(jìn)作用更好，假設(shè)H2得到驗(yàn)證。

表5 產(chǎn)權(quán)性質(zhì)差異對(duì)身份認(rèn)同與并購(gòu)績(jī)效的影響

制度化水平對(duì)身份認(rèn)同與并購(gòu)績(jī)效關(guān)系影響的分組回歸結(jié)果見表6所示。表6回歸結(jié)果顯示：在正式制度化水平較低的樣本中，高管身份認(rèn)同的影響更為顯著且回歸系數(shù)大于正式制度化水平較高的地區(qū)，說明在正式化制度水平較低的地區(qū)，高管身份認(rèn)同度對(duì)并購(gòu)績(jī)效的提升作用更大，假設(shè)H3得到了驗(yàn)證。

表6 制度水平差異對(duì)身份認(rèn)同與并購(gòu)績(jī)效的影響

（四）內(nèi)生性問題

參考戴亦一（2019）的研究，本文采用高管籍貫所在地的地形起伏度作為工具變量進(jìn)行二階段回歸以克服可能存在的內(nèi)生性。在地形復(fù)雜的地區(qū)，山脈河流的存在更容易割裂各個(gè)地區(qū)的聯(lián)系，從而導(dǎo)致不同方言、不同行為習(xí)慣和思維方式的產(chǎn)生（劉毓蕓等，2015），進(jìn)而導(dǎo)致身份認(rèn)同的不同。封志明（2007）指出地形起伏度越高，由于地形的阻隔和交通成本的增長(zhǎng)，人口密度會(huì)越低，這意味著來自同一方言小片的群體越少，使得高管對(duì)目標(biāo)企業(yè)所在地的身份認(rèn)同概率降低。因此，地形起伏度與身份認(rèn)同應(yīng)呈現(xiàn)顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系。同時(shí)，地形起伏度的決定因素是地理狀況，人為不可調(diào)節(jié)，因此，地形起伏度是測(cè)量高管身份認(rèn)同對(duì)并購(gòu)績(jī)效影響的較為合適的工具變量。本文以封志明（2007）統(tǒng)計(jì)研究的中國(guó)地形起伏度統(tǒng)計(jì)表，設(shè)置工具變量QFdu，通過兩階段最小二乘法回歸進(jìn)行內(nèi)生性檢驗(yàn)，結(jié)果見表7所示。表7內(nèi)生性檢驗(yàn)結(jié)果顯示：第一階段回歸中，地形起伏度與身份認(rèn)同呈現(xiàn)顯著負(fù)相關(guān)；第二階段回歸中，身份認(rèn)同與并購(gòu)績(jī)效呈現(xiàn)顯著正相關(guān)，表明身份認(rèn)同確實(shí)起到了提升并購(gòu)績(jī)效的效果。即在解決內(nèi)生性問題后，本文的研究結(jié)論依然成立。

表7 內(nèi)生性檢驗(yàn)

（五）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

參考李蕾等（2009）以并購(gòu)前后兩期凈資產(chǎn)收益率均值之差作為并購(gòu)績(jī)效的替代衡量方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，其檢驗(yàn)結(jié)果見表8所示，本文的核心結(jié)論保持不變。

表8 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

五、研究結(jié)論與建議

本文基于非正式制度的視角，結(jié)合我國(guó)鄉(xiāng)土觀念濃厚的社會(huì)特征背景，實(shí)證研究了由血緣、地緣衍生的家鄉(xiāng)和地方身份認(rèn)同對(duì)并購(gòu)績(jī)效的影響機(jī)制。本文的主要結(jié)論如下：(1)收購(gòu)方高管與目標(biāo)企業(yè)的身份認(rèn)同顯著提升了并購(gòu)績(jī)效；(2）隨著高管身份認(rèn)同范圍的變窄，身份認(rèn)同對(duì)并購(gòu)績(jī)效的提升作用也不斷加強(qiáng)；(3)相比國(guó)有企業(yè)，民營(yíng)企業(yè)中高管身份認(rèn)同對(duì)并購(gòu)績(jī)效的提升作用更大；(4)在正式化制度水平較低的地區(qū)，高管身份認(rèn)同對(duì)并購(gòu)績(jī)效的提升作用更大。

本文的研究結(jié)論對(duì)監(jiān)管部門有效引導(dǎo)企業(yè)的并購(gòu)行為、提升并購(gòu)績(jī)效具有如下的政策意義：(1)提升并購(gòu)雙方的身份認(rèn)同度，以促進(jìn)并購(gòu)整合的效率和效果。良好的并購(gòu)整合對(duì)并購(gòu)績(jī)效的提升至關(guān)重要，在并購(gòu)整合過程中，身份認(rèn)同所帶來的歸屬感、信任感和認(rèn)同感會(huì)促進(jìn)整合成本的降低，從而提升并購(gòu)績(jī)效。(2)在并購(gòu)中發(fā)揮非正式制度的積極作用。非正式制度長(zhǎng)久的傳染延續(xù)性，對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的激勵(lì)和約束作用不容忽視。在逐步完善相關(guān)并購(gòu)法規(guī)的同時(shí)，適當(dāng)運(yùn)用與發(fā)揮非正式制度的積極影響，平衡好文化和制度的交互作用，從而制定有利于我國(guó)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的中國(guó)特色治理體系。